65 Względny wiek uczniów w oddziale a ich samoocena
Transkrypt
65 Względny wiek uczniów w oddziale a ich samoocena
Polska edukacja w świetle diagnoz prowadzonych z różnych perspektyw badawczych prof. dr hab. Krzysztof Konarzewski Instytut Badań Edukacyjnych Względny wiek uczniów w oddziale a ich samoocena W poszukiwaniu efektu względnego wieku w odniesieniu do samooceny uczniów poddano analizie dane 4932 uczniów z 256 oddziałów klasy 3 zebrane w badaniu IEA TIMSS 2011. Hierarchiczna analiza regresji wykazała, że względny wiek w oddziale różnicuje samoocenę, jak długo do równania nie włączy się wskaźników osiągnięć szkolnych. Świadczy to o epifenomenalnym statusie samooceny. Słowa kluczowe: efekt względnego wieku, samoocena, TIMSS Wiek startu szkolnego, u nas przedmiot agresywnej debaty ideologicznej, na świecie jest raczej wyzwaniem dla badaczy. Wyniki badania tak złożonych kwestii nie są na ogół rozstrzygające, ale przynajmniej poddają się racjonalnej krytyce, czego o argumencie ideologicznym powiedzieć się nie da. Celem niniejszego tekstu jest krytyka pewnego odkrycia. Głosi ono, że samoocena dzieci i młodzieży jest trwale związana z względnym wiekiem startu szkolnego, a dokonał go Angus Thompson i współpracownicy (Thompson, Barnsley i Battle, 2004). Wiek względny można pojmować na kilka sposobów – jako wiek chronologiczny odniesiony albo do (i) granicznego wieku obowiązku lub uprawnienia szkolnego, albo do (ii) wartości centralnej wieku uczniów w klasie lub (iii) w oddziale klasowym1. Pierwsze pojęcie, najłatwiejsze do zastosowania w badaniach, ale i najbardziej zawodne, najlepiej zilustrować przykładem. W Polsce ustawa o systemie oświaty zobowiązuje dzieci, które ukończą 6 lat nie później niż 31 grudnia, do rozpoczęcia nauki pierwszego roboczego dnia września tego samego roku. W konsekwencji dzieci urodzone w styczniu są najstarsze w klasie, a urodzone w grudniu – najmłodsze. Tak rozumiany wiek względny jest przedmiotem licznych badań. W Polsce Roman Dolata i Artur Pokropek (2012) wykazali, że różnicuje on liniowo wyniki egzaminu zewnętrznego w ostatnich klasach szkoły podstawowej i gimnazjum. Nowsze badania prowadzone w Stanach Zjednoczonych, a także w Zjednoczonym Królestwie, Norwegii i Kanadzie (Reijneveld i in., 2006) poszerzyły zakres zmiennych zależnych o miary zdrowia psychicznego. W jednym z badań przeprowadzonych w kanadyjskiej Albercie (Thompson, Barnsley i Dyck, 1999) wykryto wyższy odsetek samobójstw wśród młodzieży z młodszej niż ze starszej połowy rocznika szkolnego. Jest jasne, że sam brak dojrzałości na starcie szkolnym u najmłodszych nie może wyjaśnić tego efektu. Wśród bardziej prawdopodobnych przyczyn znajduje się połączenie niedojrzałości z mechanizmem społecznego porównywania się. Na to przypuszczenie naprowadził Klasą nazywamy wyodrębniony programowo okres kształcenia najczęściej, choć nie zawsze, obejmujący jeden rok nauki. Oddział klasowy (w Polsce mylnie utożsamiany z klasą) to grupa uczniów należących do jednej klasy i zachowująca stały skład na lekcjach większości przedmiotów. 1 65 XIX Konferencja Diagnostyki Edukacyjnej, Gniezno 2013 Thompsona i in. (2004) zastanawiający fakt, że w ligowych drużynach hokejowych jest więcej graczy urodzonych w pierwszych niż w ostatnich miesiącach roku. Ich wyjaśnienie zakłada, że graczy rekrutuje się do zespołu jak do szkoły – na podstawie kryterium wiekowego. Wskutek tego (a) najmłodsi gracze w zespole, jako psychomotorycznie mniej dojrzali, obiektywnie gorzej spełniają wymagania swojej roli, a ponieważ (b) rywalizacja sportowa zmusza ich do porównywania się z innymi, więc (c) częściej mają poczucie, że są gorsi; (d) tłumaczenie sobie tego poczucia brakiem zdolności (e) trwale obniża ich samoocenę, a (f) obniżona samoocena sprzyja odpadaniu z zespołu. Rysunek 1. Średnie warunkowe samooceny w zależności od wieku startu szkolnego i struktury rodziny. Źródło: Thompson, Barnsley i Battle (2004) Jak widać, powyższe rozumowanie składa się z wielu przesłanek, z których każda wymagałaby sprawdzenia. Mimo to autorzy przenoszą je na szkołę, wysuwając przypuszczenie, że obniżona w okresie wczesnoszkolnym samoocena może pośredniczyć między wiekiem rozpoczynania nauki a skłonnościami samobójczymi. Na poparcie tego przypuszczenia przedstawiają wyniki badania samooceny 1 129 kanadyjskich uczniów z klas od 1 do 9. Nic nie wiadomo o reprezentatywności tej próbki, ale sam fakt, że znalazło się w niej znacznie więcej uczniów z klas 1–6 (90%) niż 7–9 (10%), każe o niej wątpić. Samoocenę zmierzono za pomocą dwóch wersji (dla młodszych i starszych badanych) Culture Free Self-Esteem Inventory (Battle, 1992), ale w analizie uznano je za równolegle. Wyniki uczniów w różnym wieku analizowano łącznie, ignorując wielkie różnice czasowe między doświadczeniem będącym rzekomo źródłem samooceny a jej pomiarem. Stwierdzono słaby, ale istotny, liniowy efekt daty urodzenia oraz, sądząc z wartości F, znacznie silniejszy efekt struktury rodziny2 (młodzież z rozbitych rodzin miała niższą samoocenę niż z pełnych). Interakcji obu zmiennych nie stwierdzono (rysunek 1). Badaniu można postawić kilka zarzutów. Po pierwsze, wbrew sugestii autorów, nie jest pionierskie; podobny efekt wykryły Tamar Teltsch i Zvia Breznitz (1988) – ale też na wątłej podstawie w postaci nielosowej próbki zaledwie 104 Na stronie 316 podaje się jedynie wartości testu F (2,49 i 20,36, odpowiednio), przy czym przy pierwszej liczba stopni swobody w liczniku wynosi 1, co jest niezrozumiałe w świetle faktu, że analiza wariancji objęła 6 grup wiekowych. 2 66 Polska edukacja w świetle diagnoz prowadzonych z różnych perspektyw badawczych pierwszoklasistów z kilku izraelskich szkół. Po wtóre, autorzy przyjęli, że „dzieci w wieku właściwym dla rozpoczęcia klasy 1 mają od 5,6 do 6,5 lat” (s. 316). Kłopot w tym, że w Albercie dzieci idą do szkoły 1 września, jeśli tego dnia lub wcześniej miały szóste urodziny, przy czym szkoła może przyjmować dzieci, które ukończą 6 lat 1 marca przyszłego roku; dużo do powiedzenia mają też rodzice (Mullis i in., 2012, s. 434). Znaczy to, że w przedziale normatywnym najmłodsze dziecko w klasie 1 ma 6 lat, a najstarsze – prawie 7. Zdaje się więc, że rysunek 1 mówi raczej o wieku chronologicznym niż względnym, a to rodzi wątpliwość, czy opisany efekt jest w ogóle związany ze szkołą. Data urodzenia kumuluje w sobie różne wpływy, przede wszystkim warunków meteorologicznych panujących w okresie rozwoju płodowego i wczesnego niemowlęctwa (np. Nesby-O’Deal i in., 2002). Data sytuuje ucznia w kohorcie klasowej, ale nie w oddziale klasowym, bo oddziały mają różny skład i uczeń ze środka rozkładu wieku w klasie może znaleźć się wśród najmłodszych lub najstarszych w oddziale. A mechanizm społecznego porównywania się ma zastosowanie tylko w oddziale. Ta niepewność odbija się na interpretacji części wyników. Autorzy włączyli do analizy dwie grupy uczniów: młodszych o kwartał niż najmłodsi w rzekomo normatywnym wieku i starszych o kwartał niż najstarsi. Te skrajne grupy doskonale wpisały się w ogólny trend, choć na gruncie teorii o początkowej niedojrzałości tak być nie powinno. Dzieci z pierwszej grupy musiały z łatwością spełnić kryterium dojrzałości szkolnej (inaczej nie zostałyby przyjęte), mogły więc z powodzeniem rywalizować w nauce ze starszymi – dlaczego zatem ich samoocena jest najniższa? Dzieci z drugiej grupy skorzystały z odroczenia obowiązku szkolnego, które stosuje się zwykle wobec kandydatów niespełniających w terminie kryterium dojrzałości, albo powtarzały klasę, więc prawdopodobnie ustępowały umysłowo młodszym – dlaczego zatem ich samoocena jest najwyższa? Metoda Chcąc sprawdzić związek względnego wieku z samooceną, poddałem analizie dane z międzynarodowego badania IEA TIMSS 2011 (Konarzewski, 2012; Martin i in., 2012; Mullis i in., 2012), którego celem było określenie osiągnięć szkolnych w matematyce i przyrodoznawstwie dziesięcioletnich uczniów klasy 4 z 50 krajów3. W Polsce pomiarem objęto 5 027 uczniów z 257 oddziałów klasy trzeciej z 150 szkół podstawowych. Przeprowadzono go w maju 2011 r. W celu utworzenia wskaźnika samooceny poddałem analizie głównych składowych 37 pozycji należących do 6 skal zamieszczonych w ankiecie ucznia. Analiza ujawniła 3 składowe odnoszące się do samooceny dyspozycji matematycznych (np. „Jestem dobra/dobry w rozwiązywaniu trudnych zadań z matematyki”), przyrodniczych i czytelniczych. Wskaźnik samooceny to średnia 19 pozycji z 3 składowych w skali od 1 do 4. Rzetelność wskaźnika jest wysoka (α = 0,863), rozkład skośny w lewo, wartości samooceny wahają się 1,23 do 4,00 wokół średniej 3,26 z odchyleniem standardowym 0,49. Współczynniki korelacji z osiągnięciami w matematyce i przyrodoznawstwie wyniosły 0,482. W niektórych krajach czwartoklasiści mieli mniej (np. we Włoszech) lub więcej (np. w Danii) niż 10 lat, w innych dziesięciolatki były w wyższej klasie (np. w Anglii). 3 67 XIX Konferencja Diagnostyki Edukacyjnej, Gniezno 2013 Rysunek 2. Średnie warunkowe samooceny w zależności od wieku trzecioklasistów Właściwą analizę przeprowadziłem w dwóch krokach, najpierw w sposób zastosowany przez Thompsona i in. (2004) – biorąc pod uwagę wiek uczniów w klasie 3 i stosując analizę wariancji. W drugim kroku zmienną niezależną był wiek odniesiony do średniej wieku uczniów w oddziale klasowym, a metodą – dwupoziomowa hierarchiczna regresja liniowa (Raudenbush i Bryk, 2002). Wielką zaletą tej metody jest to, że pozwala oszacować interesujące zależności w miejscu, w którym one powstają. Zgodnie z przedstawioną teorią efekt względnego wieku powstaje w oddziale klasowym, tam więc należy określać związek samooceny z wiekiem uczniów – najprościej w postaci współczynnika kierunkowego oddziałowego równania regresji samooceny na wiek wyrażony jako odchylenie od średniej oddziałowej. Tabela 1. Skład i osiągnięcia szkolne uczniów, którzy rozpoczęli naukę we właściwym wieku, wcześniej lub później (dane ważone) * Wiek uczniów w maju 2011 r. Liczba Odsetek Średnia wieku Odsetek chłopców Średnia SES* Mniej niż 9,4 Między 9,4 a 10,4 Więcej niż 10,4 Razem 31 4904 92 5027 0,5 97,5 1,9 100,0 9,1 9,9 10,7 9,9 61,3 51,6 60,5 51,8 0,97 –0,12 –0,90 –0,13 Średnia osiągnięć w matematyce** 538,8 (11,9) 482,8 (2,1) 384,9 (16,7) 481,2 (2,2) Wskaźnik standaryzowany W nawiasach błędy standardowe obliczone metodą jackknife ** Z bazy danych wyłączyłem uczniów „opóźnionych”, czyli starszych niż wynikałoby to z ich klasy i normatywnego wieku rozpoczynania nauki. Jak pokazuje tabela 1, uczniowie ci w jakiejś części pochodzą z innej populacji niż pozostali: wychowują się w rodzinach z nizin społecznych i mają dramatycznie niższe osiągnięcia (nawet przy kontroli płci i statusu socjoekonomicznego rodziny średnia ich wyników w teście z matematyki jest o 1,10 odchylenia standardowego niższa niż uczniów we właściwym wieku). Wielu z tych uczniów doświadczało i zapewne nadal doświadcza szczególnych trudności 68 Polska edukacja w świetle diagnoz prowadzonych z różnych perspektyw badawczych w uczeniu się, które silniej niż wiek określają ich osiągnięcia i przystosowanie szkolne. Dlatego włączenie „opóźnionych” do analizy mogłoby zniekształcić obraz związku wieku z samooceną. Nie widać natomiast powodu, by wyłączyć z analizy uczniów „przyspieszonych”. Wprawdzie poszli oni do szkoły przed osiągnięciem wieku obowiązku szkolnego, ale w pełni gotowi do nauki (inaczej nie zostaliby przyjęci), i ciągle dobrze sobie radzą (przy kontroli płci i SES średnia ich wyników w teście z matematyki jest o 0,35 odchylenia standardowego wyższa niż uczniów we właściwym wieku). Usunąłem jeden oddział, który wskutek braków danych stał się za mały. Ostatecznie do analizy weszło 4 932 uczniów z 256 oddziałów. Wyniki Rysunek 2 przedstawia warunkowe średnie ważone samooceny w całej próbce trzecioklasistów podzielonej na sześć grup wiekowych. Lewa skrajna grupa to uczniowie „przyspieszeni”, prawa to „opóźnieni” w stosunku do normatywnego wieku. Związek wieku z samooceną jest słaby, ale istotny (η2[%] = 2,0). Płeć nie różnicuje samooceny ani sama, ani w interakcji z wiekiem. Związek wydaje się liniowy jedynie w przedziale wieku właściwego dla klasy. Dzieci „przyspieszone” mają wyższą samoocenę, a dzieci „opóźnione” – wyraźnie niższą. Przejdźmy do efektów w oddziałach klasowych. Analizę regresji przeprowadziłem dwukrotnie – najpierw przy kontroli płci i SES, a następnie przy kontroli płci, SES i osiągnięć w matematyce i przyrodoznawstwie. Wyniki analizy przedstawiają tabele 2 i 3. Tabela 2. Estymacja efektów stałych ze stabilnymi błędami standardowymi (w nawiasach) Efekt Samoocena, średnia globalna γ00 Wiek względny, nachylenie γ10 SES, nachylenie γ20 Płeć, nachylenie γ30 Matematyka, nachylenie, γ40 Przyroda, nachylenie γ50 Bez kontroli osiągnięć Z kontrolą osiągnięć t Współczynnik df ≈ 255 p Współczynnik df ≈t 255 p 3,292 3,304 <0,001 <0,001 (0,011) (0,010) 0,114 0,014 4,17 <0,001 0,55 0,583 (0,027) (0,025) 0,125 0,025 13,17 <0,001 3,08 0,002 (0,010) (0,008) –0,056 –0,083 3,87 <0,001 6,38 <0,001 (0,014) (0,013) 0,002 8,67 <0,001 (0,000) 0,002 7,65 <0,001 (0,000) Widać, że płeć i SES istotnie różnicują samoocenę – SES dodatnio, płeć ujemnie (samoocena dziewczynek jest wyższa niż chłopców). Współczynnik regresji samooceny na względny wiek przy kontroli SES i płci ucznia jest dodatni i istotny (0,114) – samoocena uczniów starszych w oddziale jest wyższa niż młodszych. Efekt jest jednak słaby: względny wiek odtwarza jedynie 0,61% 69 XIX Konferencja Diagnostyki Edukacyjnej, Gniezno 2013 wariancji zmiennej zależnej. Włączenie do równania osiągnięć w matematyce i przyrodoznawstwie spowodowało zmniejszenie współczynnika regresji do nieodróżnialnej od zera wartości 0,014. Siła efektu spadła do 0,41%. Tabela 3. Estymacja składników wariancji Efekt Samoocena, średnia u0 Wiek, nachylenie u1 SES, nachylenie u2 Płeć, nachylenie u3 Matematyka, nachylenie u4 Przyrodoznawstwo, nachylenie u5 Poziom 1, r Bez kontroli osiągnięć 2 Wariancja df =χ 254 p Z kontrolą osiągnięć 2 Wariancja df =χ 247 p 0,00086 296 0,039 0,00348 318 0,002 0,00258 288 0,071 0,00540 268 0,167 0,00090 299 0,027 0,00025 241 >0,500 0,00075 297 0,075 0,00189 300 0,012 0,00000 287 0,034 0,00000 287 0,040 0,22857 0,17187 Metoda pełna maksymalnej wiarygodności. Estymowany model (poziom 1): SAMOOCENAij = β0j + β1j WIEKij + β2j SESij + β3j PŁEĆij + β4j MATEMATYKAij + β5j PRZYRODOZNAWSTWOij + rij Dyskusja Próba odtworzenia wyniku Thompsona i in. (2004) nie powiodła się – rysunki 1 i 2 bardzo się różnią. Dla ich teorii jest to wynik korzystny. Widoczne na rysunku 2 pozycje skrajnych grup wiekowych w klasie potwierdzają przypuszczenie, że samoocena kształtuje się w procesie społecznego porównywania się, w którym liczą się osiągnięcia szkolne, pochodzenie społeczne i płeć, a nie wiek (por. tabela 1). Wiek okazuje się mieć znaczenie, tylko gdy jest skorelowany z czynnikami indywidualnego „potencjału rywalizacyjnego”. Ten wniosek potwierdza druga część analizy. Po wyłączeniu uczniów „opóźnionych”, względny wiek w oddziale różnicuje samoocenę, tak jak życzyliby sobie Thompson i in. (2004), ale przestaje, gdy uwzględni się w równaniu osiągnięcia szkolne. Zanik efektu łatwo wyjaśnić: samoocena jest zwykłym odbiciem osiągnięć, zapewne odniesionych do indywidualnego i rodzinnego poziomu aspiracji; sama nie wywołuje żadnych skutków. Mówiąc krótko: samoocena to epifenomen rzeczywistego potencjału rywalizacyjnego jednostki. Ten wniosek można by zakwestionować na gruncie faktu, że samoocena uczniów została zmierzona narzędziem stworzonym ad hoc. Niewiele się jednak ono różni od profesjonalnych narzędzi będących w obiegu badawczym. Jedno z nich, anonsowane jako wielowymiarowe, składa się z 11 podskal sondujących doświadczenia młodego człowieka ze szkolną matematyką (np. „Dostaję dobre stopnie z matematyki”), humanistyką („Źle wypadam 70 Polska edukacja w świetle diagnoz prowadzonych z różnych perspektyw badawczych w testach, w których jest dużo do czytania”) i uczeniem się („Jestem za głupi, żeby się dostać na uniwersytet”), a także z aktywnością fizyczną, własnym wyglądem, rówieśnikami tej samej i przeciwnej płci, rodzicami, moralnością, własnymi emocjami i sobą w ogóle (np. „Mam wiele powodów, żeby być z siebie dumny”). Jego twórcy (Marsh, Parker i Barnes, 1985) z satysfakcją donoszą, że we wszystkich klasach osiągnięcia szkolne okazały się korelować jedynie ze szkolnymi podskalami samooceny, przy czym osiągnięcia humanistyczne najsilniej z samooceną kompetencji humanistycznych, a osiągnięcia matematyczne – najsilniej z samooceną kompetencji matematycznych. Tak mierzona samoocena okazuje się czymś w rodzaju subiektywnej inwentaryzacji własnych zasobów. Jeśli nawet niska samoocena współwystępowałaby ze skłonnościami samobójczymi – co dopiero trzeba by wykazać – to najprościej byłoby to wyjaśnić rzeczywistym brakiem zasobów (trudnościami w nauce, niepowodzeniami w kontaktach z płcią przeciwną, kłótniami z rodzicami, brzydotą itp.), a nie treścią raportu z ich inwentaryzacji. Rzecznik samooceny mógłby jej przypisać cechę bezwładności – twierdzić, że raz ukształtowana w okresie wczesnoszkolnym utrzymuje się w niezmiennym kształcie przez lata mimo zmian zasobów podmiotu. To by jednak znaczyło, że podmiot utracił kontakt z rzeczywistością. Psychopatologia zna zaburzenia, w których do tego dochodzi, ale czynić z nich normę byłoby przesadą. Wypada zakończyć wnioskiem, że teoria wiążąca względny wiek startu szkolnego ze skłonnościami samobójczymi należy do krainy koszmarów sennych. Ale rodziców może nastraszyć i napełnić żagle ideologicznych obrońców dzieciństwa. Bibliografia 1. Battle, J. (1992), Culture-free self-esteem inventories. (wyd. 2). Austin TX: Pro-Ed. 2. Dolata, R. i Pokropek, A. (2012), Czy warto urodzić się w styczniu? Wiek biologiczny a wyniki egzaminacyjne, [w:] B. Niemierko i M.K. Szmigel (red.), Regionalne i lokalne diagnozy edukacyjne, Materiały XVIII Konferencji Diagnostyki Edukacyjnej (s. 52–58). Kraków: Polskie Towarzystwo Diagnostyki Edukacyjnej. 3. Konarzewski K. (2012), Osiągnięcia szkolne polskich trzecioklasistów w perspektywie międzynarodowej, Warszawa: CKE. 4. Marsh, H. W., Parker J. i Barnes J. (1985), Multidimensional adolescent self-concepts: Their relationship to age, sex, and academic measures, American Educational Research, 22(3), 422–444. 5. Martin, M. O., Mullis, I. V. S., Foy, P. i Stanco G. M. (2012), TIMSS 2011 international results in science, Chestnut Hill: Boston College. 6. Mullis, I. V. S., Martin, M. O., Foy, P. i Arora, A. (2012), TIMSS 2011 international results in mathematics, Chestnut Hill: Boston College. 7. Nesby-O’Dell, S., Scanlon, K. S., Cogswell, M. E., Gillespie, C., Hollis, B. W., Looker, A. C. i in. (2002), Hypovitaminosis D prevalence and determinants among African American and White women of reproductive age: Third National Health and Nutrition Examination Survey, 1989–1994, American Journal of Clinical Nutrition, 76, 187–192. 71 XIX Konferencja Diagnostyki Edukacyjnej, Gniezno 2013 8. Raudenbush, S. W. i Bryk, A. S. (2002), Hierarchical linear models. Applications and data analysis methods (wyd. 2), Thousand Oaks: Sage. 9. Reijneveld, S. A., Wiefferink, C. H., Brugman, E., Verhulst, F. C., Verloove-Vanhorick, S. P. i Paulussen, T. G. W. (2006), Continuous admission to primary school and mental health problems, BMC Public Health, 6, 145. 10. Teutsch, T. i Breznitz, Z. (1988), The effect of school entrance age on academic achievement and socialemotional adjustment of children, Journal of Genetic Psychology, 149(4), 471–483. 11. Thompson, A. H., Barnsley, R. H. i Battle J. (2004), The relative age effect and the development of self-esteem, Educational Research, 46(3), 313–320. 12. Thompson, A. H., Barnsley, R. H. i Dyck, R. J. (1999), A new factor in youth suicide: the relative age effect, Canadian Journal of Psychiatry, 44, 82–85. 72